Đánh giá mức độ sẵn lòng chi trả cho sản phẩm xanh của người tiêu dùng trẻ tại TP. Hà Nội
Nguyễn Phương Bắc
Trường Đại học Thành Đông
Email: bacnp@thanhdong.edu.vn
Tóm tắt
Nghiên cứu được thực hiện nhằm đánh giá các yếu tố ảnh hưởng đến mức độ sẵn lòng chi trả cho sản phẩm xanh của người tiêu dùng trẻ tại TP. Hà Nội. Nghiên cứu sử dụng phương pháp kết hợp giữa định tính và định lượng thông qua dữ liệu thu thập từ 258 người tiêu dùng, bằng phần mềm SPSS 26 thông qua các kỹ thuật kiểm định Cronbach’s Alpha, phân tích nhân tố khám phá (EFA) và hồi quy tuyến tính đa biến. Kết quả nghiên cứu cho thấy Yếu tố nhận thức; Trải nghiệm sản phẩm; Yếu tố thái độ; Niềm tin chuẩn mực; Mối quan tâm về môi trường đều tác động tích cực đến mức độ sẵn lòng chi trả cho sản phẩm xanh. Trên cơ sở kết quả nghiên cứu, nhóm tác giả đề xuất một số hàm ý quản trị nhằm nâng cao mức độ sẵn lòng chi trả và thúc đẩy xu hướng tiêu dùng xanh của người tiêu dùng trẻ trong thời gian tới.
Từ khóa: Sản phẩm xanh, sẵn lòng chi trả, Thành phố Hà Nội.
Abstract
This study was conducted to evaluate the factors influencing young consumers’ willingness to pay for green products in Hanoi City. The research employed a combination of qualitative and quantitative methods. Data were collected from 258 consumers and analyzed using SPSS 26 through Cronbach’s Alpha reliability testing, Exploratory Factor Analysis (EFA), and multiple linear regression analysis. The findings indicate that awareness, product experience, attitude, normative beliefs, and environmental concern all have positive effects on consumers’ willingness to pay for green products. Based on the research results, the authors propose several managerial implications to enhance willingness to pay and promote green consumption trends among young consumers in the future.
Keywords: Green products, Willingness to pay, Hanoi.
ĐẶT VẤN ĐỀ
Tại TP. Hà Nội, cùng với tốc độ đô thị hóa và mức sống ngày càng được nâng cao, người tiêu dùng trẻ ngày càng quan tâm nhiều hơn đến các sản phẩm xanh như thực phẩm hữu cơ, sản phẩm tái chế, mỹ phẩm thiên nhiên hay các sản phẩm tiết kiệm năng lượng. Tuy nhiên, mức giá của các sản phẩm này thường cao hơn so với sản phẩm truyền thống, khiến quyết định mua sắm của người tiêu dùng không chỉ phụ thuộc vào nhu cầu mà còn chịu tác động bởi khả năng tài chính, nhận thức môi trường, niềm tin vào chất lượng sản phẩm và xu hướng xã hội.
Xuất phát từ thực tiễn đó, nghiên cứu nhằm tìm hiểu và đánh giá mức độ sẵn lòng chi trả cho sản phẩm xanh của người tiêu dùng trẻ tại Hà Nội, qua đó làm cơ sở đề xuất một số hàm ý thực tiễn cho doanh nghiệp và nhà quản lý trong việc xây dựng chiến lược phát triển, tiếp thị và thúc đẩy tiêu dùng sản phẩm xanh tại Việt Nam.
CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU ĐỀ XUẤT
Cơ sở lý thuyết
Sản phẩm xanh là những sản phẩm được tạo ra với mục tiêu hạn chế tác động tiêu cực đến môi trường trong suốt quá trình sản xuất, sử dụng và xử lý sau tiêu dùng. Theo Shamdasani và cộng sự (2003), sản phẩm xanh góp phần giảm ô nhiễm môi trường, tiết kiệm tài nguyên thiên nhiên và có khả năng tái chế hoặc tái sử dụng. Ngoài ra, nhiều nghiên cứu cũng cho rằng các sản phẩm sử dụng nguyên liệu thân thiện với môi trường, bao bì dễ phân hủy hoặc ít gây hại cho sức khỏe con người đều được xếp vào nhóm sản phẩm xanh. Không chỉ mang ý nghĩa bảo vệ môi trường, sản phẩm xanh còn thể hiện xu hướng tiêu dùng có trách nhiệm và hướng đến phát triển bền vững trong xã hội hiện đại.
Sự sẵn lòng chi trả là khái niệm được sử dụng nhằm phản ánh mức giá tối đa mà người tiêu dùng chấp nhận bỏ ra để sở hữu một sản phẩm hoặc dịch vụ nhất định. Theo Mankiw và cộng sự (2007), mức sẵn lòng chi trả thể hiện giá trị cảm nhận của khách hàng đối với sản phẩm dựa trên nhu cầu, nhận thức và lợi ích mà sản phẩm mang lại. Nguyễn Văn Ngãi và cộng sự (2012) cho rằng, mức độ sẵn lòng chi trả phản ánh sự ưu tiên và mức độ chấp nhận của người tiêu dùng thông qua khoản tiền họ đồng ý chi trả cho hàng hóa hoặc dịch vụ. Thông qua việc đánh giá mức sẵn lòng chi trả, các nghiên cứu có thể xác định nhu cầu thị trường cũng như phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến quyết định tiêu dùng của khách hàng.
Theo Tirtiroglu và Elbeck (2008), ý định chi trả của khách hàng đối với một sản phẩm được hình thành dựa trên mức độ quan tâm và sự sẵn sàng của họ trong quá trình đưa ra quyết định mua sắm. Khi người tiêu dùng nhận thấy sản phẩm mang lại giá trị phù hợp với nhu cầu và mong đợi cá nhân, họ sẽ có xu hướng chấp nhận chi trả nhiều hơn để sở hữu sản phẩm đó.
Dựa trên sự phát triển từ lý thuyết hành vi của Ajzen (1985), ý định hành vi của cá nhân chịu ảnh hưởng bởi 3 yếu tố cơ bản. Thứ nhất, thái độ đối với hành vi phản ánh mức độ đánh giá tích cực hoặc tiêu cực của cá nhân đối với một hành vi cụ thể, thông qua việc xem xét tính hữu ích và mức độ phù hợp của hành vi đó. Thứ hai, chuẩn mực chủ quan thể hiện tác động từ môi trường xã hội như gia đình, bạn bè, văn hóa hay giáo dục đến quyết định của cá nhân. Thứ ba, nhận thức kiểm soát hành vi phản ánh cảm nhận của cá nhân về khả năng kiểm soát và thực hiện hành vi của mình trong thực tế.
Ajzen (1991) đã phát triển mô hình Thuyết hành vi có hoạch định (TPB). Đây là một trong những khung lý thuyết được sử dụng phổ biến trong các nghiên cứu về hành vi người tiêu dùng nhằm giải thích và dự đoán ý định thực hiện hành vi của cá nhân trong nhiều bối cảnh khác nhau.
Giả thuyết và mô hình nghiên cứu đề xuất
Kết hợp với quá trình thảo luận, nhóm tác giả chọn lọc và đề xuất mô hình nghiên cứu với các giả thuyết như sau:
H1: Yếu tố về nhận thức có ảnh hưởng tích cực đến mức độ sẵn lòng chi trả cho sản phẩm xanh của người tiêu dùng trẻ.
H2: Yếu tố về thái độ có ảnh hưởng tích cực đến mức độ sẵn lòng chi trả cho sản phẩm xanh của người tiêu dùng trẻ.
H3: Yếu tố về nhận thức có ảnh hưởng tích cực đến mức độ sẵn lòng chi trả cho sản phẩm xanh của người tiêu dùng trẻ.
H4: Trải nghiệm sản phẩm có ảnh hưởng tích cực đến mức độ sẵn lòng chi trả cho sản phẩm xanh của người tiêu dùng trẻ.
H5: Mối quan tâm về môi trường có ảnh hưởng tích cực đến mức độ sẵn lòng chi trả cho sản phẩm xanh của người tiêu dùng trẻ.
Hình: Mô hình nghiên cứu đề xuất
![]() |
Nguồn: Tác giả đề xuất
Mô hình nghiên cứu được viết dưới dạng phương trình như sau:
MD = β0 + β1*NT + β2*TD + β3*CM + β4*SP + β5*MT + e
Trong đó:
MD (yếu tố phụ thuộc): Mức độ sẵn lòng chi trả cho sản phẩm xanh của người tiêu dùng trẻ.
Các yếu tố độc lập bao gồm (Xi): Yếu tố nhận thức (NT); Yếu tố thái độ (TD); Niềm tin chuẩn mực (CM); Trải nghiệm sản phẩm (SP); Mối quan tâm về môi trường (MT).
βk: Hệ số hồi quy (k = 0, 1, 2,...,5).
e: Sai số ngẫu nhiên.
Phương pháp nghiên cứu
Thang đo được kế thừa từ một số nghiên cứu trong và ngoài nước liên quan đến hành vi tiêu dùng xanh và mức độ sẵn lòng chi trả cho sản phẩm xanh, đồng thời tiến hành thảo luận nhóm và tham vấn ý kiến chuyên gia nhằm điều chỉnh về nội dung, ngữ nghĩa và bối cảnh nhằm phù hợp với đặc điểm của người tiêu dùng trẻ tại thành phố Hà Nội. Nghiên cứu sử dụng thang đo Likert 5 mức độ, dao động từ 1 – “Rất không đồng ý” đến 5 – “Rất đồng ý”.
Dữ liệu được thu thập bằng phương pháp chọn mẫu phi xác suất thuận tiện, tập trung vào nhóm người tiêu dùng trẻ tại Hà Nội đã và đang sử dụng hoặc quan tâm đến các sản phẩm xanh. Khảo sát được thực hiện thông qua hình thức trực tuyến bằng Google Forms trong khoảng thời gian từ 12/2025 đến 03/2026. Sau quá trình thu thập, dữ liệu được kiểm tra và làm sạch nhằm loại bỏ các bảng khảo sát không đầy đủ thông tin hoặc có dấu hiệu trả lời không hợp lệ. Kết quả thu được 258 bảng khảo sát hợp lệ phục vụ cho quá trình phân tích nghiên cứu.
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Kiểm định thang đo
Bảng 1: Kết quả phân tích EFA các yếu tố
| Các yếu tố | Số biến | Cronbach’s Alpha | Hệ số tương quan biến tổng nhỏ nhất | Hệ số tải nhân tố nhỏ nhất | Hệ số Eigenvalue | Tổng phương sai trích (%) | ||
| NT | 4 | 0,821 | 0,647 | 0,747 | 5,849 | 39,365 | ||
| TD | 5 | 0,803 | 0,714 | 0,765 | 4,930 | 50,734 | ||
| CM | 4 | 0,785 | 0,696 | 0,788 | 3,165 | 61,220 | ||
| SP | 4 | 0,790 | 0,742 | 0,792 | 2,785 | 74,622 | ||
| MT | 4 | 0,774 | 0,708 | 0,754 | 2,011 | 80,116 | ||
| Hệ số KMO = 0,801 | ||||||||
| Kiểm định Bartlett | Giá trị Chi2 xấp xỉ | 5824,721 | ||||||
| df | 391 | |||||||
| Sig. | 0,000 | |||||||
| MD | 4 | 0,817 | 0,670 | 0,776 | 1,806 | 81,485 | ||
| Hệ số KMO = 0,829 | ||||||||
| Kiểm định Bartlett | Giá trị Chi bình phương xấp xỉ | 437,194 | ||||||
| df | 4 | |||||||
| Sig. | 0,000 | |||||||
Kết quả phân tích (Bảng 1) cho thấy, thang đo các yếu tố đều có hệ số Cronbach’s Alpha > 0,7; hệ số tương quan biến tổng > 0,4 khẳng định thang đo đạt yêu cầu về độ tin cậy.
Phân tích EFA các yếu tố độc lập đều có hệ số tải nhân tố > 0,5 và tại Eigenvalue > 1 có 6 nhóm nhân tố được trích với tổng phương sai trích đạt 79,144%, tức là các yếu tố độc lập giải thích được 79,144% sự biến thiên của các biến quan sát. Hệ số KMO > 0,5 với hệ số Sig. của kiểm định Bartlett < 0,001 đã chỉ ra các biến quan sát đều có sự tương quan trong cùng một yếu tố. Đối với yếu tố phụ thuộc, phân tích EFA cũng cho các kết quả thỏa mãn yêu cầu. Như vậy, dữ liệu phù hợp đưa vào thực hiện các phân tích tiếp theo.
Bảng 2: Kết quả phân tích tương quan Pearson
|
| MD | NT | TD | CM | SP | MT |
| MD | 1 |
|
|
|
|
|
| NT | 0,732** | 1 |
|
|
|
|
| TD | 0,685** | 0,199** | 1 |
|
|
|
| CM | 0,692** | 0,327** | 0,463** | 1 |
|
|
| SP | 0,724** | 0,253** | 0,381** | 0,320** | 1 |
|
| MT | 0,758** | 0,274** | 0,402** | 0,261** | 0,427** | 1 |
| **.* Tương quan ở mức ý nghĩa thống kê nhỏ hơn 0,01, 0,05 | ||||||
Kết quả phân tích Bảng 2 cho thấy, hệ số Sig. giữa các yếu tố độc lập đến yếu tố phụ thuộc đều < 0,01 và hệ số tương quan đều > 0,4 cho thấy mối tương quan tốt và giữa các yếu tố độc lập không có nghi ngờ về hiện tượng đa cộng tuyến.
Phân tích hồi quy
Bảng 3: Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính
| Mô hình | Hệ số hồi quy chưa chuẩn hoá | Hệ số hồi quy chuẩn hoá | t | Sig. | Thống kê đa cộng tuyến | |||
| Beta | Độ lệch chuẩn | Beta chuẩn hoá | Dung sai điều chỉnh | VIF | ||||
| 1 | Hằng số | 2,385 | 0,023 |
| 5,353 | 0,000 |
|
|
| NT | 0,363 | 0,016 | 0,391 | 6,159 | 0,000 | 0,694 | 1,667 | |
| TD | 0,329 | 0,020 | 0,347 | 4,847 | 0,000 | 0,538 | 1,852 | |
| CM | 0,307 | 0,012 | 0,328 | 6,204 | 0,000 | 0,723 | 1,737 | |
| SP | 0,341 | 0,033 | 0,369 | 4,785 | 0,000 | 0,551 | 1,610 | |
| MT | 0,285 | 0,018 | 0,302 | 5,642 | 0,000 | 0,606 | 1,784 | |
| Giá trị F = 159,285; Sig. = 0,000 R2 = 0,786; R2 hiệu chỉnh = 0,759; Durbin-Watson = 1,845 Biến phụ thuộc: MD | ||||||||
Kết quả phân tích hồi quy (Bảng 3) cho thấy, hệ số R2 hiệu chỉnh đạt 0,759, nghĩa là mô hình có mức độ phù hợp cao. Hệ số Durbin-Watson nằm trong khoảng cho phép cho thấy mô hình không vi phạm giả định tự tương quan chuỗi bậc nhất, hệ số Sig của kiểm định t và kiểm định F đều < 0,01 và hệ số VIF < 2 khẳng định không có hiện tượng đa cộng tuyến và mô hình có ý nghĩa thống kê. Từ đó, các giả thuyết đề xuất đều được chấp nhận và được viết dưới dạng phương trình như sau:
MD = 0,391*NT + 0,369*SP + 0,347*TD + 0,328*CM + 0,302*MT + e
KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý QUẢN TRỊ
Kết quả nghiên cứu cho thấy, có 5 yếu tố ảnh hưởng có ảnh hưởng tích cực đến Mức độ sẵn lòng chi trả cho sản phẩm xanh của người tiêu dùng trẻ theo thứ tự giảm dần là: Yếu tố nhận thức (NT); Trải nghiệm sản phẩm (SP); Yếu tố thái độ (TD); Niềm tin chuẩn mực (CM); Mối quan tâm về môi trường (MT). Trên cơ sở kết quả nghiên cứu, nhóm tác giả đề xuất một số hàm ý quản trị nhằm nâng cao mức độ sẵn lòng chi trả và thúc đẩy xu hướng tiêu dùng xanh của người tiêu dùng trẻ trong thời gian tới như sau:
Một là, doanh nghiệp cần tăng cường hoạt động truyền thông nhằm nâng cao hiểu biết của người tiêu dùng về lợi ích của sản phẩm xanh đối với sức khỏe và môi trường. Đồng thời, doanh nghiệp có thể đẩy mạnh các chiến dịch truyền thông trên nền tảng số, mạng xã hội hoặc thông qua những người có ảnh hưởng nhằm tiếp cận hiệu quả nhóm người tiêu dùng trẻ.
Hai là, doanh nghiệp cần đầu tư cải thiện chất lượng sản phẩm, thiết kế bao bì, tính tiện lợi cũng như trải nghiệm mua sắm nhằm tạo sự hài lòng cho khách hàng. Việc tổ chức dùng thử sản phẩm, xây dựng chính sách chăm sóc khách hàng hoặc phát triển trải nghiệm tiêu dùng đa kênh cũng góp phần gia tăng khả năng chấp nhận chi trả của người tiêu dùng.
Ba là, doanh nghiệp cần xây dựng hình ảnh thương hiệu gắn với trách nhiệm xã hội và phát triển bền vững nhằm hình thành thái độ tích cực của khách hàng đối với sản phẩm xanh. Các hoạt động truyền thông nên tập trung vào việc lan tỏa giá trị sống xanh, tiêu dùng có trách nhiệm và lợi ích lâu dài của việc sử dụng sản phẩm thân thiện môi trường.
Bốn là, doanh nghiệp nên tận dụng hiệu ứng truyền miệng, xây dựng cộng đồng tiêu dùng xanh và đẩy mạnh hoạt động marketing thông qua mạng xã hội để tạo ảnh hưởng tích cực đến nhận thức và hành vi của khách hàng trẻ.
Năm là, cần tăng cường các chương trình giáo dục, tuyên truyền về bảo vệ môi trường và tiêu dùng bền vững nhằm nâng cao ý thức cộng đồng, đặc biệt là đối với thế hệ trẻ. Sự phối hợp giữa doanh nghiệp, cơ quan quản lý và các tổ chức xã hội sẽ góp phần thúc đẩy xu hướng tiêu dùng xanh và nâng cao mức độ sẵn lòng chi trả của người tiêu dùng trong tương lai./.
Tài liệu tham khảo:
1. Ajzen, I. (1985). From intentions to actions: A theory of planned behavior. In J. Kuhl & J. Beckmann (Eds.), Action control: From cognition to behavior, 11–39.
2. Ajzen, I. (1991). The theory of planned behavior. Organizational Behavior and Human Decision Processes, 50(2), 179–211.
3. Mankiw, N. G., Kneebone, R. D., McKenzie, K. J., & Rowe, N. (2007). Principles of macroeconomics. Nelson Education.
4. Nguyễn Văn Ngãi, Nguyễn Kim Phước, & Phạm Đình Hùng (2012). Nghiên cứu mức sẵn lòng trả của người dân đối với cấp nước sạch tại Thành phố Cao Lãnh tỉnh Đồng Tháp. Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh – Kinh tế và Quản trị Kinh doanh, 7(2), 3–19.
5. Shamdasani, P., Chon-Lin, G. and Richmond, D. (2003) Exploring Green Consumers in an Oriental Culture: Role of Personal and Marketing Mix. Advances in Consumer Research, 20, 488-493.
6. Tirtiroglu, E., & Elbeck, M. (2008). Qualifying purchase intentions using queueing theory. Journal of Applied Quantitative Methods, 3(2), 167–178.
| Ngày nhận bài: 18/4/2026; Ngày hoàn thiện biên tập: 3/6/2026; Ngày duyệt đăng: 19/6/2026 |
Các tin khác
Tiếp cận nông thôn đa chức năng trong phát triển du lịch làng nghề nông nghiệp Việt Nam
Xuất khẩu hàng hoá Việt Nam giai đoạn 2020-2025: Thực trạng và hàm ý chính sách
Độ tin cậy trong định giá doanh nghiệp: Bằng chứng thực nghiệm về mô hình lý thuyết và tín hiệu thị trường
Các nhân tố ảnh hưởng đến ý định quay lại điểm đến du lịch Đồng Tháp của du khách
Tác động của quản trị đổi mới sáng tạo xanh đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp thông qua vai trò trung gian của thực thi ESG: Nghiên cứu các doanh nghiệp sản xuất tại Việt Nam
Các yếu tố ảnh hưởng đến ý định mua sản phẩm thời trang thể thao của Gen Z tại Việt Nam
Tác động của GenAI đến hành vi tìm kiếm thông tin trước mua của người tiêu dùng: Hàm ý quản trị thương hiệu đối với doanh nghiệp
Hiệu quả công việc của nhân sự kế toán trong bối cảnh chuyển đổi số tại các doanh nghiệp ở TP. Hồ Chí Minh và những các yếu tố tác động
Phát triển kinh tế tuần hoàn dưới góc nhìn lý luận tái sản xuất của C. Mác
